2.1   文献检索结果   如图2所示，通过数据库检索共获得16 436篇相关文献，其中中国知网82篇，万方数据库558篇，维普数据库37篇，CBM数据库133篇，PubMed数据库3 517篇，Cochrane Library数据库610篇，Embase数据库5 551篇，Web of Science数据库5 948篇，经Endnote X9软件剔重后，剩余11 909篇文献。通过阅读文章题目和摘要进行初筛后剩余253篇文献，再通过阅读全文排除不符合纳入排除标准及重复文献203篇文献，最终纳入50篇文     献[6-7，17-64]。"

2.2   纳入文献基本特征与偏倚风险评价结果   纳入文献基本特征如表1所示，共纳入50篇文献，均为横断面研究。仅2篇文献未具体描述相位角检测仪器[6，52]，其余均描述了相位角的测量仪器，包括人体成分分析仪、阻抗分析仪和临床营养检测分析仪，均测量50 kHz频率下相位角。偏倚风险评价结果如表2所示，大多数研究为中等质量，仅2篇研究为高质量[31，35]。 2.3   Meta分析结果    2.3.1   相位角在肌少症与非肌少症人群中的差异   42篇文献45项研究描述了相位角在肌少症与非肌少症人群中的差异[6-7，17，20-21，24-26，28，30-59，61-63]，共包括9 774例样本量。异质性检验(I2=64%，P < 0.000 01)具有较大的异质性，分析原因可能与纳入患者基本特征存在差异、相位角测量仪器及操作流程不同等因素相关，故采用随机效应模型进行分析。结果显示，肌少症患者的相位角显著低于非肌少症人群[SMD=-0.99，95%CI(-1.09，-0.90)，P < 0.000 01]，见图3。 2.3.2   亚组分析   按肌少症严重程度、诊断标准、原始疾病类型、相位角检测仪器种类以及地区分别进行亚组分析，结果见表3，图4-8。 常规肌少症患者(SMD=-0.69)和重度肌少症患者(SMD=-1.17)相位角均明显低于非肌少症人群，且重度肌少症患者比常规肌少症患"

者的相位角更低(P < 0.05)。根据AWGS(SMD=-1.04)、EWGSOP(SMD=-0.89)诊断标准确诊的肌少症患者相位角均低于非肌少症人群，但组间差异无统计学意义。 患有泌尿系统疾病(SMD=-0.99)、循环系统疾病(SMD=-0.71)、呼吸系统疾病(SMD=-1.17)、消化系统疾病(SMD=-0.93)、恶性肿瘤(SMD=-1.02)及其他疾病(SMD=-1.29)伴有肌少症或单纯肌少症(SMD=-0.91)患者相位角均低于非肌少症人群，且组间差异存在统计学意义(P < 0.05)。 肌少症患者依据人体成分分析仪和临床营养检测分析仪测量的相位角均低于非肌少症人群，且临床营养检测分析仪测量的相位角降低更加明显(P < 0.05)。 非亚洲(SMD=-0.75)和亚洲(SMD=-1.06)地区肌少症患者的相位角均低于非肌少症人群，且亚洲地区肌少症患者降低更加显著(P < 0.05)。 2.3.3   相位角与骨骼肌质量指数的相关性   10项研究描述了相位角与骨骼肌质"

量指数的相关性[6，28-29，31，34-35，50，57-58，60]，共包括3 466例样本量。异质性检验(I2=85%，P < 0.000 01)显示具有较大的异质性，故采用随机效应模型进行分析。结果显示，相位角与骨骼肌质量指数呈正相关[Fisher’s Z=0.64，95%CI(0.55，0.73)，P < 0.000 01]，见图9，经换算得到Summary r值为0.565，二者呈中等相关性。在剔除TSUJI等[57]和WANG等[58]研究后，异质性明显降低(I2=62%，P=0.01)，分析原因可能与纳入人群来源以及骨骼肌质量指数测量方式不同有关，但逐个剔除文献后，结果无实质性改变，说明此结果较稳定。 2.3.4   相位角与握力的相关性   21项研究描述了相位角与握力的相关性，共包括4 980例样本量[6-7，22-24，27-31，34-35，41-43，50，54，57-58，60，64]。 异质性检验(I2=81%，P < 0.000 01)显示具有较大的异质性，故采用随机效应模型进行分析。结果显示，相位角与握力呈正相关[Fisher’s Z=0.48，95%CI(0.41，0.56)，P < 0.000 01]，见"

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图10，经换算得到Summary r值为0.446，呈中等相关。在剔除李思琪[50]和PESSOA等[27]研究后异质性明显降低(I2=66%，P < 0.000 1)，分析原因可能为李思琪[50]研究纳入患者年龄较大且疾病严重程度较高，而PESSOA等[27]纳入的为定期参加体育锻炼的老年人群有关。在逐个剔除文献后，结果无实质性改变，说明此结果较稳定。 2.3.5   相位角与步速的相关性   11项研究描述了相位角与步速的相关 性[6，23，27-28，34-35，43，50，57-58，60]，共包括3 211例样本量。异质性检验(I2=89%，P < 0.000 01)显示具有较大的异质性，故采用随机效应模型进行分析。结果显示，相位角与步速呈正相关[Fisher’s Z=0.43，95%CI(0.32，0.55)，P < 0.000 01]，见图11，经换算得到Summary r值为0.405，呈中等相关。在剔除WANG等[58]、丁妍等[34]和李思琪[50]研究后，异质性明显降低(I2=59%，P=0.02)，分析原因可能为纳入患者步行功能严重受限，影响步速的测量结果。但逐个剔除文献后，结果无实质性改变，说明此结果较稳定。 2.3.6   相位角与四肢骨骼肌质量指数的相关性   3项研究描述了相位角与步速的相关性[41-42，59]，共包括293例样本量。异质性检验(I2=15%，P < 0.000 01)显示具有较小的异质性，故采用固定效应模型进行分析。结果表明，相位角与四肢骨骼肌质量指数呈正相关[Fisher’s Z=0.14，95%CI(0.03，0.26)，P=0.02]，见图12，经换算得到Summary r值为0.139，呈极弱相关。 2.4   敏感性分析   采取逐一剔除文献法对主要结局指标进行敏感性分析，结果未因研究数量的变化而发生显著改变，提示研究结果较稳定，见图13。 2.5   发表偏倚检验   采用漏斗图和Egger’s检验对纳入研究数量≥10篇的结局指标进行发表偏倚检测。结果显示，在主要结局指标中各研究分布大致对称，P=0.826 > 0.05，提示无显著发表偏倚，见图14。在相位角与骨骼肌质量指数(P=0.752)、握力(P=0.684)和步速(P=0.566)相关性的结局指标中也均提示无显著发表偏倚。"

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